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Estimación Puntual - 1
INTRODUCCION A LA
INFERENCIA ESTADISTICA:
MUESTREO Y ESTIMACION
PUNTUAL Y POR INTERVALOS
José Luis Vicente Villardón
Dpto. de Estadística
Universidad de Salamanca
Estimación Puntual - 2
1.- INTRODUCCION Y MOTIVACION....................................................... 3
2.- INFERENCIA Y MUESTRAS.............................................................. 8
3.- MUESTREO . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 3
MUESTREO ALEATORIO SIMPLE (MAS).........................................................................13
MUESTREO SISTEMATICO.............................................................................................14
MUESTREO POR CONGLOMERADOS.............................................................................14
MUESTREO ESTRATIFICADO.........................................................................................15
4.- ESTADISTICOS Y DISTRIBUCIONES MUESTRALES..............................16
5.- DISTRIBUCIONES MUESTRALES DE LA MEDIA Y LA DESVIACION TIPICA.
......................................................................................................18
6.- EL TEOREMA CENTRAL DEL LIMITE................................................20
7.- ESTIMADORES Y PROPIEDADES DESEABLES DE LOS ESTIMADORES....20
8.-METODOS DE ESTIMACION..............................................................22
9.-ESTIMADORES PUNTUALES DE LOS PARAMETROS DE UNA POBLACION
NORMAL..........................................................................................25
1 0 . - ESTIMADORES DE LOS PARAMETROS DE LAS DISTRIBUCIONES
DISCRETAS MAS USUALES.................................................................27
11.- EJEMPLO....................................................................................28
12.- ESTIMACION POR INTERVALOS.....................................................30
INTRODUCCION.............................................................................................................30
INTERVALO DE CONFIANZA PARA LA MEDIA DE UNA POBLACION NORMAL DE
VARIANZA CONOCIDA..................................................................................................30
LONGITUD DEL INTERVALO Y ERROR EN LA ESTIMACIÓN..........................................32
CALCULO DEL TAMAÑO MUESTRAL PARA ESTIMAR LA MEDIA DE UNA POBLACION
CON UNA DETERMINADA PRECISION...........................................................................33
INTERVALO DE CONFIANZA PARA LA MEDIA DE UNA POBLACION NORMAL CON
VARIANZA DESCONOCIDA............................................................................................34
Estimación Puntual - 3
1.- INTRODUCCION Y MOTIVACION
La principal razón de que el Método Estadístico se haya desarrollado ampliamente en los
últimos años dentro de las Ciencias Experimentales es que éstas están sujetas a
razonamientos de tipo inductivo que van de lo particular a lo general. Sacaremos
conclusiones sobre un grupo de individuos a partir de la información que nos proporciona
un subconjunto más o menos amplio de los mismos. De acuerdo con MARTIN ANDRES
y LUNA CASTILLO (1990), “El único método científico para validar tales extensiones
es el Método Estadístico, pues precisamente esa es la causa de su existencia”.
La expansión del Método Estadístico es tal que, de todas las disciplinas que nuestros
alumnos han de estudiar a lo largo de toda la enseñanza secundaría, la Estadística es
prácticamente la única que tendrán como asignatura en la mayor parte de las carreras
universitarias que puedan elegir en el futuro; desde las típicamente consideradas
experimentales, como la Medicina o la Biología, hasta carreras consideradas como de letras
como la Psicología, la Sociología o incluso la Geografía. Aquellos que decidan no tomar el
camino de la Universidad se encontrarán cada vez más frecuentemente con conceptos
procedentes de la Ciencia Estadística como por ejemplo el de error máximo admisible o el
de nivel de confianza en cualquier encuesta sociológica de las que habitualmente aparecen
en la prensa.
El primer concepto importante que hemos de transmitir a nuestros alumnos es la diferencia
existente entre lo que son las estadísticas como meras colecciones de datos y lo que es el
Método Estadístico considerado como una disciplina científica con entidad propia.
Es común escuchar la frase “No creo en las estadísticas”, incluso entre profesionales
cercanos a la disciplina. Efectivamente las “estadísticas” como posible ayuda a la toma de
decisiones dependen de quién y como se hayan tomado los datos y de si las respuestas
que dan los encuestados se ajustan a su opinión real. En este sentido los datos pueden ser
susceptibles de creencia puesto que uno puede dudar de la intención del encuestado. El
Método Estadístico, tal y como está concebido en la actualidad, forma parte del saber
científico y es aceptado lo mismo que lo es, por ejemplo, la Teoría de la Relatividad en
Física; no es, por tanto, terreno de las creencias y seguirá siendo aceptado como válido
hasta que alguien proponga una nueva teoría que lo modifique.
Recapitulando sobre lo expuesto, la Estadística se configura como la tecnología del método
científico que proporciona instrumentos para la toma de decisiones cuando estas se
Estimación Puntual - 4
adoptan en ambientes de incertidumbre, siempre que esta incertidumbre pueda ser
cuantficada en términos de probabilidad. (MARTIN PLIEGO, 1994).
El procedimiento de toma de decisiones, o de aprendizaje, en el ámbito científico se resume
en la figura 1, y consiste básicamente en plantear una hipótesis, contrastarla mediante
datos experimentales y modificarla si no puede ser aceptada. Es precisamente en el paso
de contraste en el que el Método Estadístico juega un papel fundamental y aunque
cualquier científico puede realizar una investigación sin estadística, sin embargo es mucho
más fiable si el resultado está basado en métodos estadísticos. No se concibe la
investigación aplicada actual sin la utilización de la Estadística en el proceso de inducción.
datos
inducción
Hipótesis
H1
Deducción
hipótesis
modificada
H2
Consecuencias
de H1
La hipótesis H2 reemplaza a la H1
Figura 1: El proceso de aprendizaje.
El cuadro 1 muestra los pasos fundamentales del método científico en relación con el
método estadístico.
Estimación Puntual - 5
Figura 2: El Método Estadístico es una parte importante de la investigación científica
actual.
MÉTODO CIENTÍFICO
1.- PLANTEAR UNA IDEA (HIPOTESIS)
2.- CONTRASTAR LA IDEA
a) Establecer la población o poblaciones a estudiar.
b) Decidir el método para la recolección de los datos.
c) Suponer un modelo, especificando las distribuciones de las poblaciones en
estudio.
d) Formular las hipótesis de interés en términos de los parámetros del modelo.
e) Calcular el tamaño muestral necesario para conseguir los objetivos tan
eficientemente como sea posible. El cálculo requiere el conocimiento de la mínima
diferencia en la que el investigador está interesado, así como un estimador de la
variabilidad subyacente.
f) Recoger los datos.
g) Revisar si el modelo supuesto puede considerarse una aproximación
razonable.
h) Revisión del análisis si las suposiciones de partida del modelo no son ciertas.
i) Analizar los datos.
j)Escribir las conclusiones en lenguaje simple (no estadístico).
3.- REVISAR LA IDEA SI NO SE ACEPTA A PARTIR DEL
PROCEDIMIENTO EXPERIMENTAL.
Cuadro 1: El método científico y su relación con la Estadística.Se han señalado en cursiva
los pasos del método directamente relacionados con la Estadística, que van desde la
recogida de los datos hasta el análisis de los mismos.
Estudiaremos cada uno de los apartados mencionados aunque no necesariamente en el
orden en el que aparecen en el cuadro anterior.
Se plantea ahora un problema que suscita polémica entre los profesionales de las
Estadística, el enfoque que debe darse a la explicación de los conceptos fundamentales.
Estimación Puntual - 6
Trataremos de exponer nuestro punto de vista al respecto antes de comenzar con la
explicación propiamente dicha. Dos son los enfoque predominantes, si bien pueden
considerarse posturas intermedias; el primer bloque estaría formado por aquellos que
consideran la Estadística como una especialidad más de las Matemáticas sin características
diferenciales claras con respecto al resto de las disciplinas; el segundo bloque estaría
formado por aquellos que piensan que la Estadística tiene entidad propia como disciplina
científica en la que las Matemáticas han de entenderse simplemente como una herramienta.
Como profesionales de la Estadística Aplicada, nos inclinamos por la segunda de las
posibilidades si bien no se debe olvidar el fondo teórico de la disciplina y las herramientas
matemáticas básicas, que se entenderán como un medio y no como un fin en si mismas.
Trataremos de explicar esta postura más ampliamente en los párrafos que siguen.
La Estadística como disciplina tiene fundamentalmente un carácter inductivo en
contraposición al carácter deductivo de las Matemáticas, el objeto último de la misma es
sacar conclusiones sobre una población a partir de la información que proporciona una
muestra de la misma, y no el desarrollo de los teoremas propiamente dichos que sería
objeto de la denominada Estadística Matemática. Un ejemplo similar sería el de la Física,
con un campo propio, y el de los métodos matemáticos aplicados a la Física que forman
parte de las Matemáticas.
El objeto de la Estadística Aplicada son los Métodos Estadísticos, los resultados y su
aplicación en otras disciplinas científicas; la obtención teórica de dichos métodos utiliza
herramientas matemáticas (Cálculo, Algebra o Geometría) o conceptos de Cálculo de
Probabilidades. Siguiendo a WOLFOWITZ (1969)1 :
Excepto quizás unos pocos de los más profundos teoremas, y quizás ni
siquiera esos, la mayor parte de los teoremas de la Estadística no
sobrevivirían en las Matemáticas si el sujeto de la propia estadística (la
aplicación) desapareciera. Para sobrevivir al sujeto deben responder más
a las necesidades de aplicación.
De lo que debemos protegernos es del desarrollo de una teoría que, por
una parte, tiene poca o ninguna relación con los problemas reales de la
Estadística, y que, por otra parte, cuando se ve como Matemática pura, no
es lo suficientemente interesante, por si misma, ni para sobrevivir.
Estimación Puntual - 7
También en este sentido TUKEY (1962)2 , que podría ser considerado como el padre de la
aproximación exploratoria del análisis de datos, apunta lo siguiente:
La máxima más importante a la que el análisis de datos debe prestar
atención, y una de las que muchos estadísticos parecen haber olvidado, es
ésta: “Mucho mejor una respuesta aproximada a una pregunta correcta,
que es a menudo vaga, que una respuesta exacta a la pregunta errónea,
que puede hacerse siempre de forma precisa.” El análisis de datos debe
progresar aproximando respuestas, en el mejor de los casos, ya que su
conocimiento de lo que es realmente el problema será en el mejor de los
casos aproximado.
Todo lo dicho pone de manifiesto que hay distintas formas de entender las cosas
probablemente debido a la conjunción de la parte inductiva en la esencia de la disciplina y
la parte deductiva en su desarrollo. Es la parte deductiva (matemáticas) la que ha situado a
la Estadística, hasta hace pocos años, como una especialidad de la licenciatura de
Matemáticas, y es probablemente la parte inductiva la que ha hecho que en esas mismas
facultades fuera considerada como la hermana pobre, o cuando menos, como algo extraño
y diferente, por los matemáticos tradicionales.
El proceso futuro que seguirá la Estadística como disciplina científica pasará, sin duda, por
la separación de las Matemáticas, como lo hizo en su momento la Física, que tiene su
propia entidad aunque utilice el método matemático como herramienta. De hecho, ya es
posible cursar estudios de Estadística (tanto de primer como de segundo ciclo) en
Facultades de Estadística separadas de las de Matemáticas. (Aunque desgraciadamente en
la mayoría de los casos siguen controlados por los matemáticos).
Es esta misma disyuntiva es la que ha colocado los conceptos de Estadística necesarios en
las Enseñanzas Medias dentro de la asignatura de Matemáticas, y la que ha hecho que
muchos de los profesores, con formación matemática tradicional, prefieran relegarla a un
segundo plano cuando, en realidad, es la única parte del programa que prácticamente todos
los que tomen el camino universitario van a estudiar.
En Facultades Aplicadas (Medicina, Biología, Economía, Psicología, Geografía, Derecho,
Biblioteconomía, Traducción y documentación, etc ... ) enseñamos Estadística Aplicada, es
decir, los resultados más relevantes que permiten al alumno resolver problemas que se
1
-WOLFOWITZ, J. (1969): 'Reflections on the future of mathematical statistics'. en R. c. Bose et al.
(eds.) "Essays in Probability and Sraristics". University of North Carolina Press. Chapel Hill.
2
-TUKEY, J.W. (1962): 'The future of Data Analysis'. Annals of Mathematical Statistics, 33, 1-67.
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encontrará en su ejercicio profesional, aprendiendo el lenguaje y las técnicas básicas que le
permitan comprender no sólo las situaciones que se le plantean en el curso sino también
posibles situaciones futuras.
No es necesario enseñar la parte deductiva completamente, ya que se trata de usuarios de
los métodos, y no es preciso profundizar en aspectos meramente técnicos que pertenecen
exclusivamente al mundo de las Matemáticas. De alguna manera, el rigor conceptual para
transmitir la filosofía básica de trabajo dentro del método científico, sustituye al rigor
matemático en la presentación de resultados ya que los alumnos han de resolver problemas
de investigación en su propia rama y no en Matemáticas..
En Facultades de Matemáticas y Estadística el enfoque estará más dirigido al aspecto
técnico-matemático, especialmente en las primeras. En las nuevas facultades de Estadística
tendrán que aprender que el objeto es la aplicación y que los resultados matemáticos
necesarios para el desarrollo deductivo de los "Métodos Estadísticos" son sólo una
herramienta y no el objeto en si mismos.
La mayor parte de nuestros alumnos cursará estudios en Facultades Aplicadas por lo que
trataremos de centrar nuestra atención en el "Método Estadístico" y no en su deducción
técnica, si bien puede realizarse algún ejercicio para aplicar, en este contexto, los conceptos
aprendidos en el resto de la asignatura de Matemáticas. Es posible, también utilizar
ejercicios en conexión con los profesores de otras asignaturas como Biología, Geografía
Económica, etc.
2.- INFERENCIA Y MUESTRAS
La Inferencia Estadística es aquella rama de la Estadística mediante la cual se trata de
sacar conclusiones de una población en estudio, a partir de la información que
proporciona una muestra representativa de la misma. También es denominada
Estadística Inductiva o Inferencia Inductiva ya que es un procedimiento para generar nuevo
conocimiento científico.
La muestra se obtiene por observación o experimentación. La necesidad de obtener un
subconjunto reducido de la población es obvia si tenemos en cuenta los costes económicos
de la experimentación o el hecho de que muchos de los métodos de medida son
destructivos.
Toda inferencia inductiva exacta es imposible ya que disponemos de información parcial,
Estimación Puntual - 9
sin embargo es posible realizar inferencias inseguras y medir el grado de inseguridad si el
experimento se ha realizado de acuerdo con determinados principios. Uno de los
propósitos de la inferencia Estadística es el de conseguir técnicas para hacer inferencias
inductivas y medir el grado de incertidumbre de tales inferencias. La medida de la
incertidumbre se realiza en términos de probabilidad.
Muestra
x1, x2, ... , xn
Inferencia
Población
(Distribución de probabilidad)
Figura 3: Esquema de Inferencia Estadística.
El primer concepto importante es el de población, que es el conjunto de individuos sobre
los que se desea información. La población ha de estar perfectamente definida a la hora de
comenzar el estudio. (paso 2-a de la descripción del método científico en el Cuadro 1). Por
ejemplo, en un ensayo clínico en el que se pretende demostrar la efectividad de un
tratamiento han de estar muy claros cuales son los criterios de inclusión de un paciente en
la población (muestra) a estudiar.
De la población se extrae un subconjunto que se denomina muestra. La muestra ha de ser
representativa de la población, en el sentido de que debe tener una composición similar en
cuanto a la proporción de distintas características. Por ejemplo, una muestra para un
estudio de estaturas no incluirá solamente individuos bajos o altos, sino individuos de
ambas clases en proporciones similares a las de la población. La representatividad de la
muestra queda garantizada con la elección correcta del método de muestreo, que se
estudiarán en el punto siguiente.
Sobre cada uno de los individuos medimos una o varias características que denominamos
variables. Así a cada población le corresponde una variable aleatoria que denotaremos
con X. En la teoría de la Estadística quedan identificadas Población y variable aleatoria
asociada. Así en toda la teoría de la Inferencia población significará el conjunto de
individuos a estudiar, pero también la variable aleatoria asociada a la característica que
medimos sobre los individuos.
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En general, trataremos con poblaciones infinitas, entendiendo que en la práctica "población
infinita" significa lo mismo que "población muy grande" ya que conceptualmente la mayor
parte de las poblaciones no pueden ser consideradas infinitas.
En general, supondremos un modelo de distribución de probabilidad para la variable
aleatoria en estudio que resuma las características de la misma (apartado 2c del método
científico en el Cuadro 1), aunque desconocemos los parámetros que trataremos de estimar
a partir de una muestra. Por ejemplo suponemos que X es N(µ, σ) donde los dos
parámetros, o uno de ellos, son desconocidos. En algunos casos no es necesario
especificar tales distribuciones y las inferencias se hacen sobre características de la
distribución que no son necesariamente parámetros.
La inferencia Estadística puede dividirse en dos apartados de acuerdo con el
conocimiento sobre la distribución en la población.
Inferencia Paramétrica:
Se conoce la forma de la distribución (Normal, Binomial, Poisson, etc .... ) pero se
desconocen sus parámetros. Se realizan inferencias sobre los parámetros desconocidos de
la distribución conocida.
Inferencia No Parámetrica:
Forma y parámetros desconocidos. Se realizan inferencias sobre características que no
tienen porque ser parámetros de una distribución conocida (Mediana, Estadísticos de
Orden).
De acuerdo con la forma en que se estudian los parámetros o características
desconocidas, la inferencia puede dividirse en dos apartados:
Estimación:
Se intenta dar estimaciones de los parámetros desconocidos sin hacer hipótesis previas
sobre posibles valores de los mismos.
Estimación puntual: Un único valor para cada parámetro.
Estimación por intervalos: Intervalo de valores probables para el parámetro.
Contraste de Hipótesis:
Se realizan hipótesis sobre los parámetros desconocidos y se desarrolla un procedimiento
para comprobar la verosimilitud de la hipótesis planteada.
Veamos los conceptos con un ejemplo concreto tomado de un estudio de investigación
real. El estudio pertenece a otro más amplio llevado a cabo en colaboración por los
Departamentos de Química Analítica, Nutrición y Bromatología , y Estadística y
Matemática Aplicada.
El objetivo original del trabajo consiste en estudiar los vinos jóvenes embotellados de dos
Estimación Puntual - 11
denominaciones de origen, Ribera de Duero y Toro, mediante técnicas de laboratorio
objetivas, con el fin de buscar las características que los diferencian y evitar los posibles
fraudes producidos por el intercambio debido a la proximidad geográfica de ambas
denominaciones. Por el momento nos centraremos en una sola variable, el grado
alcohólico, y en una sola de las poblaciones, la de Ribera de Duero. Fijaremos además un
momento del tiempo, la cosecha del año 1986.
El primer paso de cualquier investigación, la definición clara de la población en estudio,
se obtiene de los propios objetivos del mismo. Estudiaremos vinos jóvenes
embotellados de la denominación de origen "Ribera de Duero" en la cosecha de
1986. La variable a medir es el grado alcohólico.
Seguramente todos hemos observado que en las botellas de vino aparece el grado
alcohólico de las mismas, que suele ser entre 12 y 12,5 grados. Es obvio que este valor
no es el contenido exacto de cada una de las botellas, sino que se trata de un contenido
medio. Supongamos que desconocemos ese contenido medio para la población y
deseamos averiguarlo, para lo cual hemos de seleccionar una muestra de la población. La
necesidad de seleccionar una muestra es clara ya que el análisis del contenido alcohólico
implica la destrucción del individuo, la botella de vino.
Aunque la población no puede ser infinita supondremos que lo es ya que el número de
botellas es muy grande y supondremos que la variable aleatoria sigue una distribución
normal. La hipótesis sobre la distribución de probabilidad ha de hacerse a priori,
teniendo en cuenta las características conocidas de la población en estudio (hay que
tener en cuenta que se trata solamente de un modelo para ajustar la realidad.) El
ejemplo parece lógico utilizar una distribución normal ya que es posible suponer que los
posibles valores del grado alcohólico se concentran de forma simétrica en torno a un
valor medio, y que la probabilidad de encontrar valores decrece a medida que aumenta la
distancia a dicho valor medio. (Figura 4).
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Los valores del grado alcohóloico
se concentran,
con mayor probabilidad
en torno a un valor medio.
µ
Figura 4: Distribución poblacional del grado alcohólico de los vinos
de Ribera de Duero.
Si tuviéramos, por ejemplo, la distribución de los salarios de los empleados de una
Empresa dedicada a la fabricación de automóviles, en principio no podemos suponer la
distribución normal ya la distribución es probablemente asimétrica con una cola hacia
los salarios altos determinada por los salarios de los ejecutivos.
Las distribuciones de
salarios no suelen ser normales.
Salarios obreros
Salarios ejecutivos
Figura 4: Distribución poblacional de los salarios de una empresa .
En la mayor parte de las investigaciones reales suponemos que las variables o
transformaciones
de
las mismas (logaritmos, etc,
...)
tienen
distribuciones
aproximadamente normales.
El paso siguiente consiste en determinar posibles valores para los parámetros
desconocidos, para lo cual hemos de obtener una muestra representativa de la población.
La obtención de una muestra representativa se trata en el punto siguiente.
Estimación Puntual - 13
3.- MUESTREO
Aunque la teoría que será desarrollada más tarde está referida solamente a muestras
aleatorias simples, realizaremos aquí una rápida revisión de posibles métodos para la toma
de muestras que podemos encontrarnos en la práctica.
Los pasos a seguir para la recolección de una muestra son los siguientes:
- Definir la población en estudio especificando las unidades que la componen, el área
geográfica donde se realiza el estudio (si procede) y el periodo de tiempo en el que se
realizará el mismo.
- Definir el marco: listado o descripción de los elementos que forman la población.
- Definir la unidad de muestreo: Ciudades, calles, hogares, individuos, etc ...
- Definir las variables a medir o las preguntas que se harán si se trata de una encuesta.
- Seleccionar el método de muestreo: Probabilístico o No Probabilístico, aunque son los
primeros los que nos permiten la estimación correcta de parámetros.
- Calcular el tamaño necesario para obtener une determinada precisión en la
estimación. Este punto se verá con más detalle en el apartado dedicado a la estimación por
intervalos.
- Elaborar el plan de muestreo que guiará el trabajo de campo.
En cuanto al tipo de muestreo, algunas de las características más importantes de los
muestreos probabilísticos más usuales se detallan a continuación:
MUESTREO ALEATORIO SIMPLE (MAS)
Se trata de un procedimiento de muestreo (sin
reemplazamiento), en el que se seleccionan n unidades
de las N en la población, de forma que cualquier posible
muestra del mismo tamaño tiene la misma probabilidad
de ser elegidas.
Se realizan n selecciones independientes de forma que en
cada selección los individuos que no han sido elegidos tengan la misma probabilidad de
serlo.
El procedimiento habitual consiste en numerar todos los elementos de la población y se
seleccionan muestras del tamaño deseado utilizando una tabla de números aleatorios o un
programa de ordenador que proporcione números aleatorios.
Estimación Puntual - 14
Recuérdese que "al azar" no significa "de cualquier manera", para que el procedimiento de
muestreo sea válido es necesario utilizar correctamente el proceso de generación de
números aleatorios.
Entre las ventajas de este procedimiento esta la compensación de valores altos y bajos con
lo que la muestra tiene una composición similar a la de la población, es además un
procedimiento sencillo y produce estimadores de los parámetros desconocidos próximos a
los valores reales de los mismos.
El principal inconveniente de este tipo de muestreo es que necesita un marco adecuado y
amplio que no siempre es fácil de conseguir y que no contiene información a priori sobre
la población que podría ser útil en la descripción de la misma.
MUESTREO SISTEMATICO
- Se ordenan los individuos de la población y se numeran.
- Se divide la población en tantos grupos como individuos
se quieren tener en la muestra. Se selecciona uno al azar
en el primer grupo y se elige el que ocupa el mismo lugar
en todos los grupos.
-La ventaja principal es que es más sencillo y más barato
que el muestreo aleatorio simple, además, se comporta
igual si no hay patrones o periodicidades en los datos.
-La aparición de patrones desconocidos puede llevar a importantes errores en la estimación
de los parámetros.
Este tipo de muestreo puede utilizarse, por ejemplo, en encuestas telefónicas programadas
mediante ordenador.
MUESTREO POR CONGLOMERADOS
-Se divide la población en grupos de acuerdo con su
proximidad geográfica o de otro tipo. (conglomerados).
Cada grupo ha de ser heterogéneo y tener representados
todos las características de la población.
Por ejemplo, los conglomerados en un estudio sobre la
situación de las mujeres en una determinada zona rural
pueden ser los municipios de la zona.
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-Se selecciona una muestra de conglomerados al azar y se toma el conglomerado completo
o una muestra del mismo.
-Necesitan menos información previa sobre los individuos particulares.
-Soluciona el problema de los patrones en los datos.
-Si el número de bloques no es muy grande se puede incurrir en errores de estimación si
se han incluido conglomerados atípicos.
-Los conglomerados que se realizan teniendo en cuenta proximidad geográfica pueden no
tener un significado importante en la población (no responden a una característica real).
- Este tipo de muestreo se utiliza fundamentalmente para reducir los costes de toma de
muestras al tomar grupos de individuos completos.
MUESTREO ESTRATIFICADO
-Se divide la población en grupos homogéneos (estratos)
de acuerdo con las características a estudiar. Por ejemplo,
en un estudio de las características socioeconómicas de
una ciudad los estratos pueden ser los barrios de la
misma, ya que los barrios suelen presentar características
diferenciales.
-Se selecciona una muestra aleatoria de cada estrato tratando de que todos los estratos de
la población queden representados.
-Permite utilizar información a priori sobre la estructura de la población en relación con las
variables a estudiar.
-Obtiene representantes de todos los estratos de la población.
-Diferentes opciones de selección del tamaño de la muestra en los estratos:
-El mismo número en cada estrato.
-Proporcional. (La más común)
-Optima.
NOTAS:
-El problema más importante en la realización de una investigación por muestreo es
encontrar el marco adecuado (Lista de los elementos de la población que pueden ser
incluidos en la muestra).
-En algunos casos es necesario encontrar una población identificable mayor que la
población de interés y que incluya a la misma. Por ejemplo, si queremos realizar una
encuesta sobre los trabajadores de la construcción de la ciudad de Salamanca y no
disponemos de una lista de los mismos, podemos tomar una lista de los cabezas de
Estimación Puntual - 16
familias trabajadores o de las viviendas ocupadas. El único problema adicional es que la
encuesta será más cara.
4.- ESTADISTICOS Y DISTRIBUCIONES MUESTRALES
Todo lo que veremos a continuación está pensado para poblaciones infinitas (muy
grandes) y con muestreo aleatorio simple. El muestreo aleatorio simple garantiza una
muestra representativa de la población y la obtención de observaciones independientes.
Dada una población X, el proceso de muestreo consiste en obtener, al azar, un valor de la
variable X, x1 ; El valor obtenido puede ser cualquiera de los de la población, luego los
posibles valores para x1 son todos los de X, y por tanto x1 puede considerarse como una
realización particular (observación) de una variable aleatoria X1 con la misma distribución
que X.
A continuación obtenemos, independientemente de la primera observación, un valor x2
que puede considerarse como una realización particular de una variable aleatoria X2 con la
misma distribución que X e independiente de X1 . Obsérvese que la población no se
modifica al extraer uno de sus individuos ya que es infinita. (Si la población es finita
podría utilizarse un muestreo con reemplazamiento).
El proceso continúa hasta obtener una muestra de tamaño n, n observaciones x1 , x2 , ... , x n
de n variables aleatorias X1 , X2 , ... , Xn independientes e idénticamente distribuidas.
Definición: Sea X una variable aleatoria con f.d.p F, y sean X1 , X2 , ... , Xn , n variables
aleatorias independientes con la misma f.d.p F que X. Se dice que X1 , X2 , ... , Xn , son una
muestra aleatoria de tamaño n de F o bien n observaciones independientes de X.
Hemos utilizado letras minúsculas, como en descriptiva, para denotar las observaciones
particulares de una muestra, y letras mayúsculas para denotar las variables aleatorias de las
que se han tomado. A lo largo de la exposición teórica ambas serán intercambiables y
serán utilizadas indistintamente para representar a las correspondientes variables aleatorias.
Otra forma de ver la muestra es como una variable aleatoria multivariante con función de
densidad de probabilidad es el producto de las funciones de densidad de cada una de las
componentes (ya que son independientes)
f(X1 , X2 , ... , Xn ) = f(X1 ) f(X2 ) ... f(Xn )
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donde las funciones de densidad son iguales a la de X. Esta forma de entender la muestra
supera el ámbito de un curso introductorio.
Una vez obtenida la muestra la describimos en términos de algunas de sus características
fundamentales como la media, la desviación típica, etc ... A tales características las solemos
denominar estadísticos.
Definición: Un estadístico es una función de los valores muestrales que no depende de
ningún parámetro poblacional desconocido.
Un estadístico es también una variable aleatoria ya que es una función de variables
aleatorias. Por ejemplo la media muestral
n
∑ Xi
i=1
X=
n
es una variable aleatoria de la que tenemos una sola observación
n
∑xi
i=1
x=
n
Veámoslo con un ejemplo sencillo
Supongamos que disponemos de una población finita en la que disponemos de 4
individuos que toman los valores {1, 2, 3, 4}.
Supongamos que obtenemos una muestra sin reemplazamiento de tamaño 2. Las distintas
posibilidades son
{1, 2} {1, 3} {1, 4} {2, 3} {2, 4} {3, 4}
Obtendremos, dependiendo de la muestra elegida, las siguientes medias respectivamente:
1.5
2
2.5
2.5
3
3.5
Es claro que la media muestral no es un valor fijo sino que puede considerarse también
como una variable aleatoria de la que tenemos una sola observación, la media de la muestra
concreta seleccionada.
Estimación Puntual - 18
Dicha variable tendrá una distribución de probabilidad asociada. (En este caso una
distribución discreta que toma los valores 1.5, 2, 2.5, 3 y 3.5 con probabilidades 1/6, 1/6,
2/6, 1/6, 1/6, respectivamente.
Definición: A la distribución de un estadístico calculado a partir de los valores tomados
de una muestra se la denomina distribución muestral del estadístico.
En la mayor parte de los casos supondremos que nuestra población tiene distribución
normal y que los estadísticos que vamos a utilizar son la media y la desviación típica (o la
cuasi desviación típica).
5.- DISTRIBUCIONES MUESTRALES DE LA MEDIA Y LA
DESVIACION TIPICA.
Sea X1 , X2 , ... , Xn , una muestra aleatoria de una población X en la que
E(X) = µ Var(X)= σ2
Entonces el valor esperado (media) y la varianza del estadístico "media muestral" son
E(X ) = µ
σ2
Var(X) =
n
σ
Desv(X ) =
n
La comprobación del resultado es obvia si tenemos en cuenta que la esperanza de la suma
de varias variables aleatorias independientes es la suma de las esperanzas, y que la varianza
es la suma de las varianzas, y además que si multiplicamos una variable por una constante,
la varianza queda multiplicada por la constante al cuadrado. Entonces
1 n
 1 n
1
E(X ) = E  ∑ X i  = ∑ E(X i ) = n µ = µ
n
 n i=1  n i=1
 n Xi  n 1
σ2 σ2
Var( X ) = Var  ∑
 = ∑ 2 Var (X i ) = n 2 =
n
n
n
 i=1  i=1 n
Estimación Puntual - 19
Si además, la población es normal, es decir, X ≡ N(µ , σ) entonces la media muestral es
también normal X ≡ N(µ , σ) .
Basta tener en cuenta las propiedades de la normal que ya se vieron en su momento.
El resultado es importante en estimación ya que, aunque la media poblacional y la media
muestral no coincidan, los posibles valores de la media muestral se concentran de forma
simétrica alrededor de la media poblacional, además, la dispersión es menor a medida que
aumenta el tamaño muestral.
X ≡ N(µ , σ)
La distribución muestral de la
media es normal
µ
X
Figura 6: Distribución muestral de las medias.
La distribución muestral asociada a varianzas y cuasivarianzas es un poco más compleja y
su obtención supera los objetivos del curso, de forma que nos limitaremos a exponerlas.
Sea X1 , X2 , ... , Xn , una muestra aleatoria simple de una población X ≡ N(µ, σ2 ), entonces
la variable aleatoria
n
∑ (X i
− X) 2
i=1
σ2
sigue una ji-cuadrado con n-1 grados de libertad.
Del resultado anterior se deduce que las variables
n S2
(n − 1) Sˆ 2
y
σ2
σ2
donde siguen ambas una ji-cuadrado con n-1 grados de libertad.
Estimación Puntual - 20
6.- EL TEOREMA CENTRAL DEL LIMITE.
Lo que hemos visto hasta el momento parece bastante restrictivo ya que hemos supuesto,
de entrada, que la distribución en la población es normal, pero existen muchos casos en los
que no es posible suponer distribución Normal. El siguiente resultado permite trabajar con
la normal para la distribución muestral de medias aunque la población no lo sea, y es
conocido como Teorema Central del Límite.
Sea X1 , X2 , ... , Xn , una muestra aleatoria de una población X con una distribución de
probabilidad no especificada para la que la media es E(X) = µ y la varianza Var(X)= σ2
finita. La media muestral tiene una distribución con media µ y varianza σ2 /n que tiende
a una distribución normal cuando n tiende a infinito.
La demostración del resultado excede los límites de un curso introductorio.
La aproximación a la distribución normal es mejor para n grande ya que se trata de una
aproximación y no de una distribución exacta como en el caso de poblaciones normales.
En Estadística consideramos n grande cuando es mayor de 30.
Una consecuencia directa del teorema es que la suma de los valores muestrales sigue una
distribución normal de media nµ y varianza nσ2 .
El teorema de De Moivre que se explicó en el apartado de la normal puede entenderse
también como un caso particular del Teorema Central del Límite.
Sea una población en la que se mide una v.a. X con distribución binomial B(1,p), es decir,
toma el valor 1 con probabilidad p y el valor 0 con probabilidad q, tiene una media p y una
varianza pq. Una distribución B(n,p) puede entenderse como la suma de n binomiales
B(1,p), luego aplicando el TCL, si n es grande la distribución B(n,p) se puede aproximar
por una normal que tiene como media a np y como varianza npq.
7.- ESTIMADORES Y PROPIEDADES DESEABLES DE
LOS ESTIMADORES.
Supongamos ahora que disponemos de una población en la que se mide una variable X
con distribución de forma conocida y parámetros desconocidos, por ejemplo una normal
con media y varianzas desconocidas como en el caso práctico que planteábamos
Estimación Puntual - 21
anteriormente.
De la población se extrae una muestra aleatoria simple de tamaño n, X1 , X2 , ... , Xn . Se trata
de calcular, a partir de los valores muestrales, una función de los mismos que proporcione
ˆ = u(X , ... , X ) que sustituya al parámetro desconocido de la población θ, de
un valor θ
2
n
forma que ambos sean lo más parecidos en algún sentido. A tal valor obtenido de la
muestra se le denomina estimador.
Un estimador es también una variable aleatoria. Se trata básicamente de buscar
estimadores centrados alrededor del verdadero valor del parámetro y con la menor varianza
posible.
Por ejemplo, por simple analogía, si la distribución en la población es normal, la media
muestral puede considerase como un estimador de la media poblacional.
La distancia entre el estimador y el parámetro a estimar puede medirse mediante los que se
denomina el error cuadrático medio, que se define como el valor esperado de la diferencia
entre el estimador y el verdadero parámetro.
ECM( θˆ ) = E(θˆ − θ)
El ECM es importante ya que puede escribirse como
ECM( θˆ ) = Var(θˆ ) + [θ − E( θˆ )] 2
una es la varianza del estimador y otra el cuadrado del sesgo (concepto que veremos
posteriormente).
Consideraremos criterios adicionales para seleccionar estimadores. Las propiedades
deseables que ha de tener un estimador para considerarse adecuado son las siguientes:
-Ausencia de sesgoSe dice que un estimador es insesgado (o centrado) si la esperanza del estimador coincide
ˆ ) = θ . En caso contrario se dice que es sesgado y a la
con el parámetro a estimar. E( θ
ˆ )] se la denomina sesgo.
cantidad b(θ) = [θ − E( θ
La propiedad es importante ya que los posibles valores del estimador fluctúan alrededor
del verdadero parámetro. Por ejemplo, si utilizamos la media muestral como estimador de
la media poblacional en una distribución normal, se trata de un estimador insesgado ya que
la esperanza de su distribución muestral es la media poblacional µ. El hecho de que
además, tenga distribución normal, es importante en la práctica, ya que aunque la media
muestral y la poblacional no coinciden exactamente, los valores de aquella fluctúan de
Estimación Puntual - 22
forma simétrica alrededor de esta, son valores próximos con probabilidad alta y la
dispersión disminuye cuando aumenta el tamaño muestral.
-Consistenciaˆ es consistente si se aproxima cada vez más al verdadero valor
Se dice que un estimador θ
del parámetro a medida que se aumenta el tamaño muestral. Más formalmente, un
[
]
estimador es consistente si Pr θˆ − θ > ε → 0 cuando n → ∞ , para ε > 0 . o dicho
de otra forma la distribución del estimador se concentra más alrededor del verdadero
parámetro cuando el tamaño muestral aumenta.
La media muestral es un estimador consistente de la media poblacional en una distribución
σ2
normal, ya que, la varianza de la misma
tiende a cero para n → ∞ , de forma que la
n
distribución se concentra alrededor del verdadero valor µ cuando n crece.
-EficienciaEs claro que un estimador será tanto mejor cuanto menor sea su varianza, ya que se
concentra más alrededor del verdadero valor del parámetro. Se dice que un estimador
insesgado es eficiente si tiene varianza mínima.
Una cota inferior para la varianza viene dada por la denominada cota de Cramer-Rao.
Sea X1 , X2 , ... , Xn . una muestra aleatoria simple de una distribución con densidad f(x;
θ). Sujeto a ciertas condiciones de regularidad en la función de densidad, cualquier
estimador insesgado verifica que
Var(θˆ ) ≥
1
 ∂ ln f(X; θ)  2 
nE 
 
 
∂θ

 ∂ ln f(X; θ) 2 
A la cantidad I n (θ) = nE 
  se la denomina cantidad de información
∂θ
 

de Fisher asociada a una muestra aleatoria simple de tamaño n.
8.-METODOS DE ESTIMACION
Método de los Momentos
-Consiste en igualar los momentos muestrales y los poblacionales. Prácticamente no se
Estimación Puntual - 23
usa en la investigación actual.
Método de los Mínimos Cuadrados
-Consiste en minimizar la suma de cuadrados de los errores (diferencias entre valores
observados y esperados tras suponer que las observaciones se obtienen como la suma de
una parte sistemática o controlada y una parte aleatoria no controlada o fuente de error).
El método es ampliamente utilizado cuando se trabaja con modelos de regresión y técnicas
relacionadas.
Ejemplo: Estimación de la media de una población normal.
Cada observación experimental xi puede suponerse como la suma de una constante (la
media µ) y un error experimental aleatorio (εi)
xi = µ + εi
con εi = xi - µ con distribución N(0, σ).
El método de los mínimos cuadrados consiste en minimizar la suma de cuadrados de los
errores (Diferencias entre valores observados y esperados)
n
n
D = ∑ ε i2 = ∑ (x i − µ) 2
i=1
i=1
Derivando con respecto a µ e igualando la derivada a cero
∂D n
= ∑ 2(x i − µ)(−1) = 0
∂µ i=1
n
∑ (x i − µ) = 0
i=1
n
∑xi
µˆ = i=1
n
=x
obtenemos la media muestral como estimador de la poblacional.
Método de la Máxima Verosimilitud
Estimación Puntual - 24
- Consiste en sustituir los parámetros por aquellos valores que maximizan el logaritmo de
la función de verosimilitud de la muestra (función de densidad conjunta de todos los
valores muestrales en el supuesto de que son independientes).
Ejemplo: Media y varianza de una población normal
Los valores muestrales X1, ... , Xn se supone que son variables aleatorias independientes
y todas con distribución N(µ, σ ). La función de densidad conjunta será el producto de las
funciones de densidad de cada una de ellas.
1 (x i −µ )
1
−
L(x 1, K, x n / µ, σ) = ∏
e 2 σ2 =
σ
2π
i=1
2
n
 1 n
=

 σ 2π 
1 (x i −µ )2
ei=1 2 σ2
n
∑−
Tomando logaritmos
1 (x i − µ) 2
ln L = −n ln(σ 2π ) + ∑ −
σ2
i=1 2
n
Derivando con respecto a µ y σ y resolviendo el sistema se obtienen como estimadores
para la media y la varianza
n
n
∑ xi
µˆ = x = i=1
n
∑ (x i
σˆ 2 = S 2 = i=1
− x) 2
n
Propiedades de los estimadores Máximo-verosímiles
Los estimadores máximo-verosímiles juegan un papel importante en Estadística debido a
que se obtienen mediante un método simple y tienen buenas propiedades con respecto a
sesgo eficiencia y consistencia.
Bajo ciertas condiciones de regularidad se verifica:
-Si existe un estimador insesgado y de varianza mínima, cuya varianza alcance la cota de
Cramer-Rao, este estimador es máximo verosímil y es la única solución de la ecuación de
verosimilitud.
-Si el estimador es sesgado, su sesgo tiende a cero al aumentar el tamaño de la muestra,
Estimación Puntual - 25
además es asintóticamente eficiente (Eficiente para n grande).
- Existe una solución de la ecuación de verosimilitud que proporciona un estimador
1
1
) . Donde
es la varianza
I n (θ)
I n (θ)
consistente y asintóticamente normal. N(θ,
mínima o cota de Cramer-Rao.
9.-ESTIMADORES PUNTUALES DE LOS PARAMETROS
DE UNA POBLACION NORMAL
Sea una muestra aleatoria simple, X1, X2, ...... , Xn de una población con distribución
N(µ , σ).
-Estimador de la media
n
^ =x=
µ
∑ xi
i=1
n
Se trata de un estimador eficiente (insesgado y de varianza mínima).
La distribución muestral de la media es :
x ≡ N(µ , σn )
La cantidad ES =
S
estima a la desviación típica de la media
n
σ
n
y se denomina
error estándar de la media, por esta razón se dice que el error estándar de la media mide la
variabilidad de la media en el muestreo.
-Estimador de la Varianza
Varianza muestral (estimador sesgado).
^σ 2= S2 =
n
∑ (x i − x) 2
i=1
Cuasi-varianza muestral (estimador insesgado)
n
Estimación Puntual - 26
n
^σ 2= ^S2 =
∑ (x i − x) 2
i=1
n−1
Distribuciones muestrales asociadas
n
∑ (x i − x)2
i=1
σ2
≡ χ 2n−1
nS2
≡ χ 2n−1
2
σ
^2
(n − 1)S
≡ χ 2n−1
2
σ
Estimación Puntual - 27
10.- ESTIMADORES DE LOS PARAMETROS DE LAS
DISTRIBUCIONES DISCRETAS MAS USUALES
Se dispone de una muestra de tamaño n en la que el resultado de la observación es una
variable dicotómica (dos posibles resultados). Una variable cualitativa con más de dos
resultados puede reducirse a una dicotómica sin más que agrupar algunas de las
categorías.
Se trata de estimar la probabilidad p de éxito en la población.
La variable X= número de éxitos en las n pruebas, puede tener distintas distribuciones
dependiendo de las condiciones en las que se toma la muestra.
-BINOMIAL
Si se toman muestras de poblaciones infinitas o se realiza un muestreo con
reemplazamiento de una población finita. Se realizan n pruebas y se contabiliza el número
de éxitos en las n pruebas. El estimador de la proporción de éxito es
ˆp =
nº
de éxitos X
=
n
n
Aproximando X mediante una distribución normal, la distribución muestral del estimador
de la probabilidad de éxito para muestras grandes es
ˆp =
pq
X
≡ N(p,
)
n
n
-HIPERGEOMETRICA
Si se toman muestras sin reemplazamiento de una población finita de tamaño N conocido.
ˆp =
nº de éxitos X
=
n
n
Aproximando X mediante una distribución normal, la distribución muestral del estimador
de la probabilidad de éxito para muestras grandes es
ˆp =
pq N − n
X
≡ N(p,
)
n
n N −1
Estimación Puntual - 28
11.- EJEMPLO
En el apartado 2 comenzamos a exponer un ejemplo sobre una investigación real para
estudiar el grado alcohólico de los vinos jóvenes de la denominación de Ribera de Duero.
Habíamos caracterizado la población que queríamos estudiar y los objetivos del estudio. El
paso siguiente consiste en tomar una muestra, más tarde trataremos el tema del tamaño de
muestra necesario para obtener una determinada precisión. La tabla siguiente contiene una
muestra aleatoria simple de 14 observaciones.
12,8
12,8 12,5
RIBERA DE DUERO
11,9 12,5 12,1 12,2 12,6 13,0 12,4
12,6
12,2 12,8
13,0
Tabla 1: Grado alcohólico de 14 vinos de la denominación de Ribera de Duero.
La primera hipótesis que hicimos era que la población es normal. Si disponmos de una
muestra representativa, la disdtribución de frecuencias de la muestra obtenida debe ser
aproximadamnte simétrica. Aunque es muy difícil asegurar la posible normalidad con una
muestra de sólo 14 observaciones, una primera comprobación puede realizarse mediante
un Box-Plot.
13,2
Box Plot
13
12,8
12,6
12,4
12,2
12
11,8
grado
El Box plot presenta un aspecto aproximadamente simétrico sin muchas observaciones
extremas por lo que, en principio, no hay ninguna razón para suponer una distribución no
normal.
Estimación Puntual - 29
Los estimadores de los principales parámetros aparecen en la tabla siguiente junto con
otras características útiles para describir la muestra. El estimador de la media de la
población es 12.529; este valor probablemente no coincide con la media de la
población,;sin embargo, teniendo en cuenta la distribución muestral de medias, es con
probabilidad alta, cercano a la misma. La variabilidad de la media en el muestreo se estima
mediante el error estándar de la media, que en este caso es 0.09.
El estimador de la varianza es 0.115; el estimador es insesgado ya que ha sido calculado
utilizando n-1.
Otro indicio de que la distribución es aproximadamente simétrica y, por tanto, no muy
alejada de la normal, es que la diferencia entre la media y la mediana es muy pequeña.
Descriptive Statistics
grado
Mean
12,529
Std. Dev.
,338
Std. Error
,090
Count
14
Minimum
11,900
Maximum
13,000
# Missing
0
Variance
,115
Coef. Var.
,027
Median
12,550
Estimación Puntual - 30
12.- ESTIMACION POR INTERVALOS
INTRODUCCION
Dada una muestra aleatoria X1 , X2 , ... , Xn , de una población con función de densidad f(x;
θ) Un intervalo de confianza, de extremos L1 y L2, para el parámetro θ de la población
es un par ordenado de funciones reales de las n medidas de la muestra
I θ = [L 1 (X 1 ,K,X n );L 1 (X 1 ,K,X n )]
construidas de forma que la probabilidad de que los extremos contengan al verdadero
valor del parámetro es un valor prefijado 1 - α. Al número 1 - α se le denomina “nivel
de confianza”.
El nivel de confianza suele ser 0,95 (95%) ó 0,99 (99%). La interpretación práctica es
sencilla, por ejemplo si el nivel de confianza es del 95%, significa que en el 95% de las
veces que repitieramos el experimento, el intervalo de confianza calculado contendría al
verdadero valor del parámetro y en el 5% restante el intervalo no contendría el verdadero
valor.
Una vez que el intervalo de confianza ha sido particularizado para una muestra concreta, el
intervalo obtenido contiene o no contiene al verdadero valor del parámetro, con
probabilidad 1, por esa razón, cuando ya tenemos un valor concreto hablamos de confianza
y no de probabilidad. Confiamos en que el intervalo que hemos calculado sea del 95% que
contiene el verdadero valor.
INTERVALO DE CONFIANZA PARA LA MEDIA DE UNA
POBLACION NORMAL DE VARIANZA CONOCIDA
Supongamos que disponemos de una población en la que tenemos una v.a. con
distribución N(µ , σ) con σ conocida (de estudios previos, por ejemplo).
Obtenemos una muestra de tamaño n y deseamos estimar la media µ de la población.
El estimador puntual de la misma es la media muestral cuya distribución muestral es
conocida
X ≡ N(µ,
la cantidad
Z=
σ
)
n
X−µ
σ
n
tendrá distribución normal estándar.
Sobre la distribución N(0 , 1) podremos seleccionar dos puntos simétricos
zα/2 y zα/2 , tales que
P(−z α /2 ≤ Z ≤ z α / 2 ) = 1 − α
-
Estimación Puntual - 31
1−α
α/2
α/2
-z α/2
x
0
zα/2
Figura 1: Selección de los puntos críticos para el cáculo del intervalo de confianza.
Sustituyendo
Z por
su valor en este caso particular
P(−z α /2 ≤
X −µ
σ
n
≤ zα / 2 ) = 1 − α
Despejando la media muestral y la varianza
σ
σ

P x − zα / 2
≤ µ ≤ x + zα / 2
= 1− α

n
n
que verifica las condiciones de la definición.
Así, el intervalo de confianza para la media puede escribirse como
σ
σ  
σ
X − z
I1−α
=
;
X
+
z
=
X
±
z
µ
α/2
α /2
α/2

n
n 
n
en la práctica, de todos los posibles valores de X tenemos uno sólo x y por tanto un
único intervalo de todos los posibles para distintas muestras
σ
x ± z
I1−α
=
µ
α/2

n
La importancia del intervalo de confianza para la estimación está en el hecho de que el
intervalo contiene información sobre el estimador puntual (valor central del intervalo) y
sobre el posible error en la estimación a través de la dispersión y de la distribución
muestral del estimador. Observese que el error en la estimación está directamente
relacionado con la distribución muestral del estimador y con la varianza poblacional, e
inversamente relacionado con el tamaño muestral.
El gráfico siguiente ilustra la interpretación del nivel de confianza para el intervalo de
confianza para la media de una distribución normal con varianza conocida. Para los
distintos posibles valores de la media, representados mediante su distribución muestral,
obtenemos distintos intervalos de confianza. La mayor parte incluye al verdadero valor del
parámetro, pero el resto no. Concretamente el 95% lo incluye y el 5% no, si el nivel de
confianza es del 95%.
En la práctica disponemos de una única repetición del experimento, y por tanto de un
único intervalo de confianza, el señalado en negro en el gráfico, por ejemplo. Confiamos
Estimación Puntual - 32
en que nuestro intervalo sea de la mayoría que con tiene al verdadero valor objetivo aunque
no tenemos la seguridad de que sea así, tenemos concretamente un riesgo del 5% de
equivocarnos.
95%
2.5%
2.5%
x
Figura 2: Interpretación del nivel de conmfianza en el intervalo para la media de una
distribición normal.
LONGITUD DEL INTERVALO Y ERROR EN LA ESTIMACIÓN
En la práctica hemos de tratar de que la longitud del intervalo de confianza sea lo más
pequeña posible, es decir, que el error en la estimación sea lo mas pequeño posible.
long = 2z α / 2
σ
n
Esto puede conseguirse modificando las distintas cantidades que aparecen en la fórmula:
el nivel de confianza, a través del valor crítico, la variabilidad y el tamaño muestral.
Estudiaremos cada una por separado
-NIVEL DE CONFIANZA
La longitud del intervalo de confianza aumenta al aumentar el nivel de confianza ya que el
valor crítico de la distribución es mayor. Si consideramos un nivel de confianza del 100%,
el intervalo de confianza será −∞; +∞ que, evidentemente contiene al verdadero valor
del parámetro pero no es de ninguna utilidad en la práctica. Si disminuimos el nivel de
confinza también disminuye la longitud, sin embargo conviene mantenerlo en unos límites
razonables que suelen ser del 95% o del 99% en la mayor partede las aplicaciones.
[
]
-VARIANZA
La longitud del intervalo de confianza disminuye con la varianza, es decir, la estimación
será más precisa cuanto menor sea la variabilidad en la población, lo que significa que la
población es más homogénea. En la práctivca es posible obtener estimaciones más
precisas, por ejemplo, restringiendo la población a conjunts lo m,ás homogéneos posible.
Estimación Puntual - 33
-TAMAÑO MUESTRAL
La longitud del intervalo de confianza disminuye al aumentar el tamaño muestral, lo que
significa que se obtienen estimaciones más precisas cuanto mayor sea el tamaño muestral.
Debido a consideraciones prácticas de coste y tiempo, en general no es posible aumentar
indefinidamente el tamaño muestral para obtener estimaciones más precisas, es por ello
que en la práctica se selecciona el tamaño muestral necesario para obtener una determinada
precisión, establecida a priori.
CALCULO DEL TAMAÑO MUESTRAL PARA ESTIMAR LA
MEDIA DE UNA POBLACION CON UNA DETERMINADA
PRECISION
Supóngase que un investigador está interesado en estimar la media de una población
normal de forma que la diferencia existente entre la media muestral que obtenfdrá del
experimento y la media poblacional verdadera, esté por debajo de un error prefijado de
antemano.
x−µ ≤ E
x− E ≤ µ ≤ x +E
Teniendo en cuenta el intervalo de confianza
P( x − z α/ 2
podemos escribir
σ
σ
≤ µ ≤ x + zα / 2
) = 1−α
n
n
E = zα / 2
σ
n
= z α2 / 2
σ2
n
Despejando n de la igualdad
E
2
n=
z α2 / 2 σ 2
E2
obtenemos la expresión deseada para el tamaño muestral.
Obsérvese que n ha sido calculado en el supuesto de que la variabilidad es conocida. Si no
es así, la variabilidad aproximada puede obtenerse de trabajos bibliográficos o
experimentos previos o a partir una muestra piloto con unas pocas observaciones.
Obsérvese que en el cálculo del tamaño muestral se han igualado el error fijado a priori
con el error en la estimación obtenido del intervalo de confianza y que este último incluye
el nivel de confianza. En este aprtado un nivel de confianzadel 95%, por ejemplo,
implicaria que en el 95% de las veces que repitieramos el experimento con el tamaño
Estimación Puntual - 34
muestral calculado, obtendríamos un error por debajo del prefijado, mientras que en el 5%
restante obtendríamos un error superior.
INTERVALO DE CONFIANZA PARA LA MEDIA DE UNA
POBLACION NORMAL CON VARIANZA DESCONOCIDA
La situación práctica más habitual es aquella en la que no se conoce la varianza de la
población, que habrá que estimar a partir de los datos muestrales. Utilizaremos la cuasivarianza muestral como estimador por sus buenas propiedades.
La distribución muestral asociada a la cuasi-varianza es la siguiente:
(n − 1)Sˆ 2
2
≡
χ
n−1
σ2
Teniendo en cuenta la distribución normal asociada a las medias y combinándola con la jicuadrado, obtenemos una distribución t de Student:
X−µ
t=
N(0,1)
χ 2n −1
n −1
=
σ
n
(n −1)Sˆ 2
σ2
=
X −µ
ˆS ≡ t n −1
n
n −1
Siguiendo el mismo proceso que en el caso de la normal el intervalo de confianza resulta
I1−α
µ

Sˆ 
= X ± t n−1,α

n 
Obsérvese la similitud con el intervalo calculado para la distribución normal, salvo en el
valor crítico y en que la varianza ha sido estimada a partir de la muestra.
1−α
α/2
α/2
x
-t α
0
tα
Estimación Puntual - 35
Desde el punto de vista práctico esto implica que los valores críticos son un poco más
grandes y, por tanto el intervalo tiene mayor longitud, este es el precio que debemos pagar
a cambio de no conocer la varianza de la población.
Cuando el tamaño muestral es grande, la distribución t es muy similar a la normal, de
forma que pueden intercambiarse los valores críticos correspondientes. El intervalo de
confianza para la media en muestras grandes se puede escribir como
I1−α
µ

Sˆ 
= X ± zα / 2

n 